kimyasal analizlerde metot validasyonu ve verifikasyonu

TURKLAB Rehber KİMYASAL ANALİZLERDE METOT VALİDASYONU VE VERİFİKASYONU Doç. Dr. Aysun Yılmaz
TURKLAB-­‐ KALIBRASYON VE DENEY LABORATUVARLARI DERNEĞI Büyükdere Cad. Gökfiliz İşhanı Kat:3 Biruni Laboratuvarı Mecidiyeköy / İSTANBUL
Tel: (0212) 217 41 41 Fax: (0212) 217 41 06
e-mail: [email protected] 01 Bu rehberin oluşturulmasında her türlü destek ve yardımlarından dolayı TURKLAB
Yönetim Kurulu Başkanı Sayın Dr. Ömer Güzel’e ve Yönetim Kurulu Üyelerine teşekkür
ederim.
2/51
İÇİNDEKİLER
1. AMAÇ
5
2. KAPSAM
5
3. GEÇERLİ KILMA (VALİDASYON) VE DOĞRULAMA (VERİFİKASYON)
5
4. VALİDASYON SEVİYESİ
7
5. VALİDASYON PARAMETRELERİ
9
5.1. PLAN
9
5.2. KALİBRASYON EĞRİSİ, DOĞRUSALLIK (STANDARD CURVE, LINEARITY) VE
ÖLÇÜM ARALIĞI (MEASUREMENT RANGE)
10
5.3. KARAR LİMİTİ–TESPİT LİMİTİ (DECISION LIMIT = LIMIT OF DETECTION- LODXDL=XLD ),
14
MİNİMUM TESPİT EDİLEBİLİR DEĞER (MINIMUM DETECTABLE VALUE- XMDV),
14
TAYİN LİMİTİ (LOQ-LIMIT OF QUANTIFICATION-LIMIT OF DETERMINATION-XLQ)
14
5.4. DOĞRULUK (ACCURACY)
23
5.4.1. GERÇEKLİK (TRUENESS)
24
5.4.2. KESİNLİK (PRECISION)
27
5.5. SPESİFİTE (SPECIFICITY)
42
5.6. METOT SAĞLAMLIĞI (RUGGEDNESS)
42
5.7. METOT VALİDASYON VERİLERİNİN RAPORLANMASI
43
6. METOT VALİDASYONU VE DEĞİŞİKLİKLERİN ETKİSİ
43
7. KAYNAKLAR
45
8. EKLER
47
3/51
Tablolar
Tablo 1: AOAC rehberinde önerilen metot validasyonu parametreleri ................................. 6
Tablo 2: Kalibrasyon eğrisi değerleri .................................................................................. 12
Tablo 3: Regresyon istatistiği ............................................................................................. 12
Tablo 4: Kalibrasyon eğrisi kesme noktası ve eğim analizi ................................................ 12
Tablo 5: Residüel standart sapma hesabı (eşitlikte bölünen) ............................................ 12
Tablo 6: Yalın hata hesabı (eşitlikte bölünen) .................................................................... 13
Tablo 7: Maksimum kabul edilebilir bağıl belirsizlik ve k katsayısı ..................................... 16
Tablo 8: Örnek tespit limiti doğrulaması ............................................................................. 21
Tablo 9: Rastgele ve sistematik hatanın karşılaştırılması .................................................. 23
Tablo 10: Kömürde farklı laboratuvarlara ait kükürt analiz sonuçları ................................. 34
Tablo 11: Hücre ortalamaları sonuçları .............................................................................. 35
Tablo 12: Standart sapma sonuçları .................................................................................. 35
Tablo 13: Grubb test sonuçları ........................................................................................... 36
Tablo 14: Kömürde kükürt çalışması m, sr, sR değerleri .................................................... 37
Tablo 15: Benzo(a)piren çalışma değerleri ........................................................................ 38
Tablo 16: Ölçüm sayısıne göre kritik aralık faktörü ............................................................ 41
Şekiller
Şekil 1: NMKL No 4 validasyon ve verifikasyon ayrımı ........................................................ 8
Şekil 2: Kalibrasyon eğrisini noktalarının sapması ............................................................. 13
Şekil 3: α- hata ve β- hata .................................................................................................. 14
Şekil 4: Tespit limiti, minimum tespit edilebilir değer ve tayin limiti akışı ............................ 17
Şekil 5: Hata çeşitleri ve performans karakteristikleri /kriterleri Menditto ve ark. (2007) .... 23
4/51
1.
Amaç
Bu dokümanın amacı kimyasal ölçümlerde yapılan “metot geçerli kılma ve doğrulama”
çalışmalarına değişik kaynakların yaklaşımları konusunda bilgi vermektir.
Doküman bir rehber niteliğinde hazırlanmış olup içinde bahsi geçen tüm kaynaklar
hakkında detaylı veri içermemektedir, kullanıcılara konu ile ilgili yol göstermek, mümkün
olduğunca basit bir akış sunmak ve kaynaklar hakkında bilgi vermek amaçlanmıştır.
Doküman bu detayda dilimizde yayınlanmış ilk doküman olduğu için bundan sonraki
revizyonları okuyuculardan elde edilecek geri beslemelerle daha zenginleşecektir. Bize
konu ile ilgili yapacağınız tüm geri beslemeler için teşekkür ederiz.
2.
Kapsam
Bu doküman kimyasal ölçümlerde “metot geçerli kılma ve doğrulama” parametrelerini
kapsar. İçinde bazı bölümlerde geçse de mikrobiyolojik ve biyoteknolojik analizlerdeki
çalışmaları kapsamamaktadır.
3.
Geçerli kılma (validasyon) ve doğrulama (verifikasyon)
Geçerli kılma yani validasyon, metodun ilgili performans kriterlerine uygunluğunun
saptanması için metot parametrelerinin belirlenip incelendiği bir geçerlilik çalışmasıdır. Tek
bir laboratuvar (internal validasyon) veya pek çok laboratuvarın katıldığı laboratuvarlar
arası çalışma ile gerçekleştirilebilir. Kapsamlı geçerli kılma, rutin kullanım öncesi metot
performans kriterlerinden tümünün veya belirli bir kısmının incelenip, dökümante edilmesi
anlamına gelirken; tam iç geçerli kılma metodun tüm performans kriterlerinin
değerlendirilmesidir.
Doğrulama yani verifikasyon, laboratuvarlararası çalışmalarla performans kriterleri
belirlenmiş olan bir metodun laboratuvar şartlarında teyididir.
Not: “Geçerli kılma” terimi yerine validasyon, “doğrulama” yerine verifikasyon daha sık
kullanıldığı için dokümanda ilerleyen sayfalarda validasyon ve verifikasyon kelimelerinin
kullanımı tercih edilmiştir.
5/51
AOAC “How to Meet ISO 17025 Requirements for Method Verification“ rehberinde
kimyasal analizleri 6 kategoriye ayırmaktadır. Bu kategoriler;
Kategori 1: İdentifikasyonu doğrulayan metot, materyalin ne olduğunu veya hedef analitin
tespitini sağlar.
Kategori 2: Düşük konsantrasyonlarda analitin miktarının belirler.
Kategori 3: Eğer analit spesifiye edilen düşük konsantrasyonun altında veya üstünde ise
belirlenmesini sağlar (çoğunlukla limit test olarak adlandırılır). Spesifiye edilen
konsantrasyon tayin limiti (LOQ) değerine yakın bir değerdir.
Kategori 4: Yüksek konsantrasyonlarda analiti belirler.
Kategori 5: Eğer analit spesifiye edilen yüksek konsantrasyonun altında veya üstünde ise
belirlenmesini sağlar (çoğunlukla limit test olarak adlandırılır). Spesifiye edilen
konsantrasyon tayin limiti (LOQ) değerinin oldukça üstünde bir değerdir.
Kategori 6: Kalitatif test.
Bu kategorilere göre önerilen validasyon parametreleri Tablo 1’de verilmiştir. Aynı şekilde
Eurachem, NMKL vb. diğer bir çok kaynakta metot validasyonu için incelenmesi önerilen
performans kriterleri, doğruluk, kesinlik, spesifite, tespit limiti, tayin limiti, sağlamlık,
linearite ve ölçüm aralığı olmak üzere sekiz ana parametreden oluşmaktadır.
Performans karakteristiği
1
2
3
4
5
6
1- Doğruluk-Accuracy
2- Kesinlik-Precision
3- Spesifite-Specifity
4- Tespit limiti-Limit of detection
(LOD)
5- Tayin limiti-Limit of
quantification (LOQ)
6- Sağlamlık-Ruggedness
7- Linearite- Doğrusallık –
Linearity8- Aralık -Range
H
H
E
H
E
E
E
E
H
H
E
E
E
E
E
E/H
E
E
E
H
H
H
E
H
H
E
H
E/H
H
H
H
H
E
E
H
H
E
E
H
H
H
H
1- İdentifikasyon
2- Analit düşük konsantrasyonda Kantitatif-2
3- Analit düşük konsantrasyonda Limit test 3
4- Analit yüksek konsantrasyonda Kantitatif 4
5- Analit yüksek konsantrasyonda Limit test 5
6- Kalitatif 6
H- Hayır
E- Evet
Tablo 1: AOAC rehberinde önerilen metot validasyonu parametreleri
6/51
4.
Validasyon seviyesi
Metotların validasyonu seviyesi belirlenmiş performans kriterlerine göre değişiklik
gösterir.
1- Bir metot laboratuvarlar arası bir çalışma ile geçerli kılınmış ise verifikasyon
yeterlidir.
2- Bir metot laboratuvarlar arası bir çalışma ile geçerli kılınmış ancak farklı yapıda bir
örnek ile çalışılacaksa doğruluk, kesinlik, tespit limiti ve tayin limiti verifikasyona
yeni matriks de ilave edilerek teyit edilmelidir.
3- Bir metot laboratuvarlar arası bir çalışma ile değil laboratuvar içi çalışma ile valide
edilmiş ise, verifikasyon parametrelerine mümkün olduğu kadar validasyon
parametreleri de eklenmelidir.
4- Bir metot bilimsel bir dergide yayınlanmış ve belirli performans parametreleri
incelenmiş ise, verifikasyon parametrelerine mümkün olduğu kadar validasyon
parametreleri de eklenmelidir.
5- Bir metot bilimsel bir dergide yayınlanmış ancak hiç bir performans parametresi
incelenmemiş ise tam iç validasyon yapılmalıdır.
6- Bir metoda ait herhangi bir performans kriteri bulunmadığı veya laboratuvar içi
geliştirilmiş ise tam iç validasyon yapılmalıdır.
Metotların
verifikasyonu
için
doğruluk,
kesinlik,
tayin
ve
tespit
limitlerinin
laboratuvarda teyit edilmesi yeterlidir. NMKL No:4 rehberinde verifikasyon için tayin
limiti ilave edilmemiş olsada AOAC’nin rehberinde yer almaktadır.
NMKL No:4; “Kimyasal analizlerde metotların validasyon prosedüründe“ validasyon
ve verifikasyon aşağıdaki gibi bir akış şeması ile ayrılmıştır.
7/51
Şekil 1: NMKL No:4; validasyon ve verifikasyon ayrımı
8/51
5.
Validasyon parametreleri
5.1. Plan
Validasyon/verifikasyon çalışmasına başlanmadan önce planlama yapılmalıdır. Plan
laboratuvarın imkanları, analitik yönden yapılabilirliği ve müşteri talepleri gibi faktörleri
gözönüne alınarak hazırlanmalıdır ve aşağıdaki soruları cevaplayabilmelidir.
1- Metodun kullanım amacı nedir ?
2- Kalitatif mi yoksa kantitatif sonuç mu gereklidir ?
3- Analit hangi kimyasal formda bulunuyor (serbest, bağlı, değişik kimyasal bileşikler)?
4- Analit bölgesel dağılmış mıdır ?
5- Metodun uygulandığı alan neresidir ?
6- Örnek yapısından veya başka analitlerden girişim olabilir mi ?
7- Örnek miktarı ne kadardır ve homojen bir yapıda mıdır ?
8- Örnekleme ve alt örnekleme yapılacak mıdır ?
9- Metot hangi aralıkta kullanılacak tespit limitine yakın mı yoksa daha yüksek bir
seviyede mi?
10-Analit ile ilgili yasal limitler mevcut mudur ?
11-Gerçeklik nasıl sağlanacaktır ?
12-Sonuçlar başka laboratuvar sonuçları ile karşılaştırılacak mı ?
13-Gerekli çevresel koşullar nelerdir ?
14- Kaynak kısıtlaması var mıdır ? Finansal limitler nelerdir ?
Validasyon/verifikasyon
planı
çalışmada
planlamasını ve detaylarını içermelidir.
9/51
değerlendirilecek
parametreleri,
zaman
5.2. Kalibrasyon eğrisi, doğrusallık (standard curve, linearity) ve ölçüm
aralığı (measurement range)
Ölçüm aralığı metodun uygulama aralığının belirlenmesi için yapılır. Kalibrasyon eğrisinde
ölçülen analitin miktarı (konsantrasyonu) ve dedektör yanıtının (response) doğru orantılı
olarak görüldüğü aralıktır. Metot geçerli kılma çalışmalarında analitin konsantrasyonları bu
aralık dikkate alınarak planlanır.
Standart eğri, metoda ve ürüne bağlı belirli sayıda ölçüm noktası ile belirlenir. Eğrinin
oluşturulması, içinde miktarı bilinen referans örnekle veya kör örnek içine eklenmiş analitin
bilinen konsantrasyonu ile yapılır. Her bir ölçüm noktasında en az iki ölçüm yapılır.
Eurachem rehberinde en az 6 noktada, birde kör eklenerek ve her bir noktada tekrar sayısı
3 olarak, ISO 11095’de en az 3 farklı seviyede referans örnek ve tekrar sayısı ise en az 2
olarak belirtilmiştir.
Her
bir
nokta
ana
solüsyondan
dilüsyonlar
yapılması
yerine
bağımsız
olarak
hazırlanmalıdır. Kalibrasyon eğrisinin analiz edilen örnek yapısının farklılığına göre
değişebileceği göz ardı edilmemelidir. Elde edilen yanıtla çizilen eğride üst ve alt sınırlar
belirlenmelidir. Kalibrasyon eğrisinin en alt noktası uygulanan analiz metodunun tayin limiti
olmalıdır.
Sonuçlar grafiksel olarak verilir ve “linear regresyon formülü” ile “korelasyon katsayısı”
belirtilir. Bu şekilde çalışma aralığının doğrusal olup olmadığı tespit edilir. Korelasyon
katsayısı >0,99 olmalıdır. Regresyon hesabı için Excel’de bulunan formüllerden
yararlanılabilir.
Eğer korelasyon linear (doğrusal) değil ise ve problem analitik olarak çözümlenemiyorsa
ilgili eğrideki parametreler, en küçük kare metodu kullanılarak belirlenmelidir.
Doğrusallık korelasyon katsayısının hesaplanması yanında ANOVA (Ek-1)Tablosunda F
değeri ile karşılaştırılarak da değerlendirilmelidir. Yalın hata (s22) ve uyum eksikliği yani
10/51
residüel standart sapma (s12) aşağıdaki formüllerle hesaplanır. Hesaplanan F değeri, F(1-α)
(N-2; NK-N) serbestlik derecesinde Tablodaki değer ile karşılaştırılır.
yt= Eğrinin formülünde “x” değerinin yerine konulduğu zaman elde edilen “y” değeri
(varsayılan “y” değeri)
a= İlgili konsantrasyondaki ilk paralel değeri
b= İlgili konsantrasyondaki ikinci paralel değeri
N= toplam ölçüm sayısı (örneğin 6 noktada 2 paralel için değer 12’dir)
K= Her bir noktada tekrar sayısı (örneğin 2 paralel ise değer 2)
NK= NxK (örneğin 12 toplam sayı x 2 tekrar = 24).
n= Kalibrasyon noktası
Kalibrasyon eğrisindeki tekrar sayısının 2 den fazla olması durumunda yalın hata
formülünde NK-N yerine 2n yazılarak hesaplama yapılmalıdır.
F dağılımında elde edilen değer tablodaki değerden küçük ise eğri doğrusaldır. F değeri
tablosu ekler bölümünde verilmiştir.
Kalibrasyon eğrisinin uzun süre kullanılması gerektiğinde geçerliliğinin kontrol edilmesi
gerekmektedir. Bu kontroller için ISO 7870, ve ISO 8258 de belirtilen shewhart kontrol
grafikleri kullanılmaktadır. Bu kontrollerin yapılmasında kullanılan standartların kalibrasyon
grafiğinin çiziminde kullanılan standarttan farklı olmasına dikkat edilmelidir. Bu fark aynı
üreticinin farklı bir lotu veya farklı bir üreticiye ait olabilir.
Kalibrasyon grafiği için örnek çalışma:
Okratoksin A analizinde 0,5 ile 16 ng/g arasında değişen 6 noktada ve her birinde 2
tekrarlı standart solüsyonları hazırlanır.
regresyon analizi yapılır.
Elde edilen yanıt ile eğri çizilir ve Excel’de
.
11/51
X
Y
0,50
24369
0,50
23466
1,00
46280
1,00
46110
2,00
93100
2,00
92950
4,00
186200
4,00
189345
8,00
397624,5
8,00
388690
Ölçüm sayısı
12
16,00
779380
Standart hata ,s
2829,264472
16,00
778380
Corr
0,999905001
Resim 1: Kalibrasyon eğrisi
Regresyon istatistiği
R
2
%0,999905
Düzeltilmiş R
Tablo 2: Kalibrasyon eğrisi değerleri
2
%0,999896
Tablo 3: Regresyon istatistiği
Katsayı
Kesme
noktası
Eğim
Standart
hata
t-değeri
P-değeri
%95 düşük
%95 yüksek
-3105,568408
1137,672336
-2,72975646
0,0212
-5640,46033
-570,6764864
48939,06859
150,8538828
324,4137153
0,0000
48602,94519
49275,19198
Tablo 4: Kalibrasyon eğrisi kesme noktası ve eğim analizi
X
Y
Varsayılan Y
Sapma (y-yt)
0,5
24369
21363,96588
3005,034115
9030230,033
0,5
23466
21363,96588
2102,034115
4418547,421
1
46280
45833,50018
446,4998223
199362,0913
1
46110
45833,50018
276,4998223
76452,15174
2
93100
94772,56876
-1672,568763
2797486,268
2
92950
94772,56876
-1822,568763
3321756,897
4
186200
192650,7059
-6450,705935
41611607,05
4
189345
192650,7059
-3305,705935
10927691,73
8
397624,5
388406,9803
9217,519723
84962669,84
8
388690
388406,9803
283,0197228
80100,1635
16
779380
779919,529
-539,5289623
291091,5012
16
778380
779919,529
-1539,528962
2370149,426
Toplam
(Sapma
kareleri toplamı)
Tablo 5: Residüel standart sapma hesabı (eşitlikte bölünen)
12/51
Sapma kare (y-yt)
160087144,6
2
2
X
Y
a-b
(a-b)
0,5
24369
903
815409
0,5
23466
1
46280
170
28900
1
46110
2
93100
150
22500
2
92950
4
186200
-3145
9891025
4
189345
8
397624,5
8934,5
79825290,25
8
388690
16
779380
1000
1000000
16
778380
Toplam
91583124,25
Tablo 6: Yalın hata hesabı (eşitlikte bölünen)
Şekil 2: Kalibrasyon eğrisini noktalarındaki sapma
160087145
= 16008714, 5
12 − 2
91583124, 25
s22 =
= 7631927, 02
(12 × 2) − 12
16008714, 5
F=
= 2, 09
7631927, 02
s12 =
F kritik değeri p=0,05 için 10 ve 6 serbestlik derecesinde 4,06‘dır. 2,09 bu değerden küçük
olduğu için eğri doğrusaldır.
13/51
5.3. Karar Limiti–Tespit limiti (Decision limit = Limit of detection- LODxDL=xLD ),
Minimum tespit edilebilir değer (Minimum Detectable Value- xMDV),
Tayin limiti (LOQ-Limit of quantification-Limit of determination-xLQ)
Çok düşük konsantrasyonlarda çalışılması gerektiği durumlarda örneğin vermiş olduğu
sinyalin, kör numuneden ayrımının yapılması ve uygun bir kesinlikle kantitatif sonuçların
elde edilmesi gerekir.
Analiz sonucunda elde edilen değer sıfırın üstünde olduğunda iki olasılık vardır;
1- Örnek aranan analiti içermiyor ve elde edilen sonuçlar körün dağılım aralığındadır.
2- Örnek aranan analiti içeriyor ve analiz tekrarları ortalamanın elde edilmesini sağlar.
“1 No’lu durumda” yani örneğin gerçekten analiti içermediği durumda, yanlış pozitif karar
verilebilir ve α- hata şekillenir.
“2 No’lu durumda” analitik sonucun tespit edildiği halde örneğin gerçekte içermediği
durumlarda yanlış negatif sonuç elde edilebilir ve β- hata şekillenir.
Şekil 3: α- hata ve β- hata
Bu durumda 3 farklı limit oluşur;
-
karar limiti – tespit limiti (decision limit- limit of detection) xLD
-
minimum tespit edilebilir değer (minimum detectable value) xMDV,
-
tayin limiti (limit of quantification, limit of determination) xLQ
14/51
ISO/TS 13530, tespit limiti’ni (xLD) kör ve sıfır dışında tespit edilebilen en küçük miktar
yada konsantrasyon olarak belirtmektedir. Bazı fiziksel parametreler örneğin pH, redoks
potansiyeli gibi tespit limiti uygulanamaz, bu nedenle tespiti için çalışma yapılmamalıdır.
Bu konuda ayrımı daha da netleştirmek için bir örnek içinde var yada yok diyebileceğimiz
bir analit aranıyorsa buna tespit limiti uygulanabilir. Ancak, pH gibi ölçüldüğünde mutlak bir
değer verilebilecek parametrelerde yani yokluğu bulunmayan parametrelerde tespit limiti
bulunmamaktadır.
Tespit limitinin belirlenebilmesi için yaklaşımların bir çoğu benzer kör matrikslerin veya
düşük seviyedeki materyallerin sonuçlarının standart sapmaları veya metodun standart
sapmasının (sxo) faktörle çarpımı ile hesaplanması yönündedir. Bu şekilde tespit limiti 3
şekilde hesaplanabilmektedir.
-
Kör örneklerin sonuçlarının standart sapmaları üzerinden,
-
Metodun standart sapması üzerinden,
-
Gürültü üzerinden,
Kör örneklerin sonuçlarının standart sapmaları üzerinden aşağıdaki formülle hesaplanır;
x LD = 3 × s0 + xkör
s0= kör örneklerin sonuçlarının standart sapmaları
xkör= kör örneklerin ortalaması
Yukarıdaki eşitlik eğer analiz sonuçlarından körün çıkarılması temeline dayanıyorsa xkör
eşitliğe konulmamalıdır. Kesinlik hesabından yani s0 matrikse uygun kör veya düşük
seviyede analit içeren materyal kullanılarak en az 6 tercihen 10 bağımsız çalışma ile elde
edilmelidir. Formülde yer alan 3 güven aralığı α=0,01 karşılığıdır.
Metodun standart sapması üzerinden hesaplamada linear kalibrasyon eğrisinin değerleri
kullanılarak aşağıdaki formülle tespit limiti hesaplanır.
x LD = 4 × sxo
s XO =
sy =
sy
b
∑ (y − ŷ )
i
2
i
N −2
s XO =Proses veya metot standart sapması (kalibrasyondan)
sy =Residüel standart sapma = Madde 5.2 de verilen (s12)
15/51
ŷi = Eğrinin formülünde “x” değerinin yerine konulduğu zaman elde edilen ”y” değeri
(varsayılan ”y” değeri)
b= kalibrasyon eğrisinin eğimi
Tespit limiti hesabındaki üçüncü yöntem sinyal/gürültü oranı üzerinden hesaplama olup,
bunun için hazırlanan en düşük konsantrasyondaki ‘spike örneğinin’ “Sinyal / Gürültü
(S/N)” oranı bulunur. Kullanılan ‘spike konsantrasyonu’ (Cspk) bu orana bölünerek 3 katı
alınır.
xLD = ( C spk / S/N ) x 3
ISO/TS 13530’da tayin limitinin tespit limitinin 3 katı olarak hesaplanabileceği belirtilmiştir.
Burada kullanılan “k faktörü” yani 3, %33 maksimum kabul edilebilir bağıl belirsizlik
karşılığı olarak katsayıdır.
x LQ = k × x LD
k= kabul edilebilir bağıl belirsizlik katsayısı
Maksimum kabul edilebilir
bağıl belirsizlik (%)
k- katsayısı
5
20
10
10
15
6,7
20
5
25
4
33,3
3
50
2
Tablo 7: Maksimum kabul edilebilir bağıl belirsizlik ve k katsayısı
Tespit limiti, minimum tespit edilebilir değer ve tayin limitinin belirlenmesinde daha kesin
bir hesaplama gerektiğinde daha karışık hesaplama yöntemleri ortaya çıkmaktadır. Bunlar
DIN 32645, ISO 11843 serisi standartlarda detaylı olarak anlatılmıştır. Funk ve ark. (2007)
bu standartların özet bir değerlendirmesini yapmış ve analitik prosesin kalibre edilip
edilmemesine göre aşağıdaki diyagramda gösterildiği gibi karar verildiğini belirtmiştir. Bu
standartlarda tarif edilen hesaplama şekilleri aşağıda formüllerle belirtilmiştir.
16/51
Şekil 4: Tespit limiti, minimum tespit edilebilir değer ve tayin limiti akışı
Uygun temsili kalibrasyon standartlarının bulunmadığı durumlarda xLD ve xMDV kör örneğin
tekrarlarıyla hesaplanır. Kullanılacak kör her bir tekrarda birbirinden bağımsız ve tüm
analitik aşamaları içermelidir.
17/51
Karar limiti – tespit limiti (decision limit- limit of detection) xLD; Karar limiti α-hatanı
%5, β-hatanın %50 olduğu durumdur.
“1 No’lu durum” Kör örnekle; yapılan hesaplamada karar limitinin hesaplanmasına
öncelikle kritik değer hesabı ile başlanır.
ΔyB = sB × t f ,α
1
1
+
Na N B
f = NB − 1
yc = yB + ΔyB
yB = Kör değerlerin ortalaması
sB = Kör değerlerin standart sapması
N a = Her bir örneğin analiz sayısı (tekli durumda Na=1, 3 tekrarda Na=3)
N B = Körün birbirinden bağımsız tekrar sayısı en az 6 tekrar olmalı
Tespit limiti aşağıdaki eşitlikle hesaplanır.
x LD =
sB
1
1
× t f ,α
+
b
Na N B
f = NB − 1
b= kalibrasyon eğrisinin eğimi
b=
∑[(x − x ) × (y − y)]
∑ (x − x )
i
i
2
i
“2 nolu durum”, Kalibrasyon eğrisi metodu, kritik değer ve y eksenini kestiği nokta
aşağıdaki formüllerle hesaplanır.
18/51
1
1
x2
+
+
N a N C Qxx
Δa = sy × t f ,α
f = NC − 2
yc = a + Δa
sy =
∑ (y − ŷ )
i
2
i
N −2
ŷi = a + bxi
Qxx = ∑ xi2 − ((∑ xi )2 / N )
N C =Kalibrasyon eğrisindeki konsantrasyon sayısı
sy =Residüel standart sapma = Madde 5.2 de verilen (s12)
Qxx =Karelerin toplamı
ŷi = Eğrinin formülünde “x” değerinin yerine konulduğu zaman elde edilen “y” değeri
(varsayılan “y” değeri)
Tespit limiti aşağıdaki eşitlikle hesaplanır.
x LD =
sy
b
× t f ,α
1
1
x2
+
+
N a N C Qxx
f = NC − 2
Minimum tespit edilebilir değer (minimum detectable value) xMDV
Örnek içinde aranan analitin varlığının tespit edilebildiği ancak tekrarlanabilir koşullarda
net olarak hesaplanamadığı miktardır.
Karar limitinde olduğu gibi minimum tespit limitinde de değer seçilen önem derecesine ve
serbestlik derecesi ile ilişkilidir.
Önem dereceleri α ve β’nın eşit olduğu durumda (α=β);
tα=tβ=t olup, x MDV = 2 × x LD
xMDV, kör değere ve kalibrasyon fonksiyonuna göre aşağıdaki eşitliklerle hesaplanır.
Kör değere göre;
19/51
x MDV = x DL +
sB
1
1
× t f ,β
+
b
Na N B
f = NB − 1
sB = Kör değerlerin standart sapması
N a = Her bir örneğin analiz sayısı (tekli durumda Na=1, 3 tekrarda Na=3)
N B = Körün birbirinden bağımsız tekrar sayısı en az 6 tekrar olmalı
b= kalibrasyon eğrisinin eğimi
Kalibrasyon fonksiyonu kullanıldığı zaman;
x MDV = x DL + s XO × t f , β
1
1
x2
+
+
N a N C QXX
f = NC − 2
s XO =
sy =
sy
b
∑ (y − ŷ )
i
2
i
N −2
Qxx = ∑ xi2 − ((∑ xi )2 / N )
s XO =Proses standart sapması
N C =Kalibrasyon eğrisindeki konsantrasyon sayısı
sy =Residüel standart sapma = Madde 5.2 de verilen (s12)
Qxx =Karelerin toplamı
ŷi = Eğrinin formülünde ”x” değerinin yerine konulduğu zaman elde edilen ”y” değeri
(varsayılan ”y” değeri)
b= kalibrasyon eğrisinin eğimi
Tayin limiti; aranan analitin maksimum bağıl kesinlik olmadan belirsizlikle analiz edilebilen
minimum konsantrasyonudur. Aşağıdaki formüle göre hesaplanır;
20/51
x LQ = k × s XO × t f = NC − 2,α
2
1
1 (x LQ − x)
+
+
Na NC
QXX
Tayin limiti hesaplanmasında daha kısa bir yöntem ise yukarıda da belirtildiği gibi
hesaplanan tespit limitinin “k faktörü” ile çarpılması ile de elde edilir.
x LQ = k × x LD
k= kabul edilebilir bağıl belirsizlik katsayısı
Tespit ve tayin limitinin doğrulanması
Metot validasyonu çalışmalarında hesaplanan tespit limiti ve tayin limitinin mutlaka
doğrulanması gerekir. Bunun için kör örnek içine bu konsantrasyonlarda spike yapılır. Hem
kör numune hemde zenginleştirilmiş kör numune, aynı örnek gibi laboratuvar içi tekrar
üretebilirlik (within-laboratory) koşullarında çalışılır. Zenginleştirilmiş kör numunelerin
ortalama yanıtı maksimum kör değerinden fazla ise tespit limiti doğrulanmış sayılır.
Örneğin: Sularda arsenik çalışmasında tespit limiti 0,5 μg/L belirlenmiş olduğunu
varsayarsak, bu seviyede yapacağımız “spike” sonucu yapılan üç tekrar ölçümünde alınan
yanıtlar aşağıdaki tabloda belirtilmiştir.
Tekrar
Maksimum
Konsantrasyon
Kör
yi1
0,001
yi2
19,23
yi3
15,14
Tespit limiti
xLD=0,5 µg/L
(spike)
17,13
19,54
26,37
ymax
19,23
Otalama
yiort
21,01
Tablo 8: Örnek tespit limiti doğrulaması
Bu verilere göre zenginleştirilmiş örneklerin ortalama sonucu olan 21,01 kör örneğin
maksimum değeri olan 19,23 den fazla olduğu için tespit limiti doğrulanmış olmaktadır.
Tayin limitinin doğrulanması için kriter tayin limitinin belirsizliğinin 1/k (k>1) dan küçük
olmalıdır. Bunun için yapılan “spike” çalışmasının en az 3 – 5 arası tekrar edilmesi
gerekmektedir. Elde edilen tekrarlara ait standart sapmanın tekrar sayısına göre aşağıdaki
formüle göre hesaplanmış değerlerden düşük veya en falza eşit olması gerekmektedir.
21/51
s=
x LQ × n
3 × t f ;α
s=spike örneklerin kabul edilecek maksimum standart sapması
n= spike örnek sayısı (3 ile 5 arası)
t f ;α =t dağılımı tablosunda f=n-1 ve α=0,05 (P=%95)
3= k değeri; %33 kabul edilebilir bağıl belirsizlik karşılığı olan katsayısı (1/k=1/0,33)
Bu durumda formüller aşağıdaki şekilde hesaplanabilir;
Üç tekrar çalışmasında n=3 s = 0,134x LQ t= 4,303
Dört tekrar çalışmasında n=4
s = 0,210xLQ t=3,128
Beş tekrar çalışmasında n=5 s = 0,268x LQ t=2,776
Spike örneğin standart sapması yukarıdaki eşitlikle yapılan hesaba göre belirlenen
standart sapmaya eşit yada küçük olmalıdır. Değer küçük ise tayin limiti doğrulanmış olur.
22/51
5.4. Doğruluk (accuracy)
Doğruluk parametresi iki ana bileşenden oluşur. Bunlar gerçeklik ve kesinliktir.
Doğruluk elde edilen değer ile gerçek değerin yakınlığının ifadesidir.
Şekil 5: Hata çeşitleri ve performans karakteristikleri /kriterleri Menditto ve ark. (2007)
Rastgele Hata
Sistematik Hata
Kesinliği etkiler (tekrarlanabilirlik ve
Sapmayı (bias) oluşturur. Rastgele
tekrarüretebilirlik)
hatanın düşük olduğu durumlarda gerçek
değerden sapmayı gösterir
Tekrarların ortalamadan sapmasına
Tüm sonuçların çok yüksek veya çok
neden olur
düşük olmasına neden olur
Tekrar ölçümleri ile belirlenebilir
Tekrar ölçümleri ile belirlenemez
İyi çalışma teknikleri ile minimize
Standart metot ve materyaller ile
düzeltilebilir
edilebilir; ancak tamamen elimine
edilemez
Çalışanlar ve ekipmanlardan kaynaklanır
Çalışanlar ve ekipmanlardan kaynaklanır
Tablo 9: Rastgele ve sistematik hatanın karşılaştırılması
23/51
5.4.1.
Gerçeklik (trueness)
Gerçeklik için sistematik hata (bias) hesabı yapılır. Sistematik hata bir ölçüm metodunun
gerçek sonucu verebilme kabiliyetini belirtir. Sistematik hatanın hesaplanabilmesi için
doğru olduğu kabul edilen referans yani gerçek değer bilinmelidir. Gerçek değer sertifikalı
referans materyallerden, valide edilmiş metodun ölçümü sonucu veya yeterlilik testleri
sonucunda elde edilebilir. Bu üç yöntemde de ortak nokta gerçek değerin bir çok
laboratuvarda yapılmış ölçümlerin sonucunda elde edilmiş olmasıdır. Sistematik hatanın
bir matriks ve bir seviyede hesaplanması tüm çalışma aralığında metodun aynı hata ile
çalıştığı anlamına gelemektedir. Bunun için değişik seviyelerde ve/veya değişik
matrikslerle çalışma yapılmalıdır. Eğer metot farklı analistler tarafından kullanılıyorsa her
biri için ayrı çalışma yapılmalıdır.
Sertifikalı referans materyal kullanarak gerçekliğin tespiti
Sistematik hata aşağıdaki eşitlikle hesaplanır.
Bias = xbulunan − xCRM
xbulunan = Tekrarlanabilirlik veya tekrarüretebilirlik koşulları altında yapılan ölçümlerin
ortalaması
xCRM = Sertifikalı referans materyalin sertifika değeri
Sertifika değerine göre hesaplanan sistematik hatanın gerçek değerle arasında önemli bir
farkını bulunup bulunmadığı t – testi yapılarak kontrol edilebilir.
t=
(xCRM − xbulunan ) n
s
Örneğin: Sertifika değeri 33,9 μg/l olan bir elma suyu örneğinde patulin analizi 7 tekrar
sonucu bulunan değerlerin ortalaması 31,1 μg/l , standart sapması 3,0 μg/l olsun.
t=
(xCRM − xbulunan ) n (33, 9 − 31,1) 7
=
= 2, 41
s
3, 0
tkritik (p=0,05) de 6 serbestlik derecesi için 2,45’dir. Hesaplanan değer kritik değerden
düşük olduğu için sertifika değeri ile arasında önemli bir fark bulunmamaktadır.
24/51
Z- skoru ile sistematik hata tespiti
Metodun sistematik hatası için z-skoru, sertifikalı referans materyalle Horwitz değeri
kullanılarak aşağıdaki formülle hesaplanır.
z − score =
(xbulunan − xCRM )
(xbulunan − xCRM )
=
u Horvalue
# xCRM
&
× 2 × (xCRM × f )−0,1505 (
%$
'
100
f = % ise 0,01, mg/kg (ppm) ise 1x10-6, μg/kg (ppb) ise 1x10-9
HorRat değeri kullanılarak hesaplanan z-skorunun 2’nin altında bir değer olması beklenir.
Örneğin: Sertifikalı referans materyal olarak su örneği tekrarlanabilirlik koşullarında
çalışılarak ortalaması 0,312 mg/kg bulunmuş olsun. Su örneğinin sertifika değeri 0,350
mg/kg olduğunda önemli düzeyde sistematik hatasının olup olmadığı incelendiğinde
bulunan -0,6 değeri kabul kriteri olan +- 2 aralığında olduğu için metodun hatası kabul
edilebilir sınırlar içerisindedir.
z − score =
(0, 312 − 0, 350)
# 0, 350
&
× 2 × (0, 350 × 1x10 −6 )−0,1505 (
%$
'
100
= −0, 6 (başarılı, önemli bir hatası yok)
Referans metot kullanılarak gerçekliğin tespiti
Referans metot kullanılarak gerçekliğin tespitinde gerçek değerin elde edileceği metodun
validasyon çalışmaları laboratuvarlar arası ortak çalışma ile yapılmış olmalıdır. Bu şekilde
valide edilmiş referans metot ile gerçekliği hesaplanacak metot aynı analist tarafından aynı
örnekler çalışılır. Eğer referans metot laboratuvarda uygulanmıyorsa tercihen konuda
akredite başka bir laboratuvara örnek gönderilebilir. Elde edilen sonuçlar t- testi veya
varyans analizi ile karşılaştırılır.
T – testi ile karşılaştırma için aşağıdaki formül kullanılır. Hesaplanan “t” değeri “kritik t”
değerine eşit veya küçük olursa metotlar arasında önemli fark olmadığını gösterir.
t=
(x1 − x2 )
1 1
s
+
n1 n2
(n1 − 1)s12 + (n2 − 1)s22
s =
(n1 + n2 − 2)
2
25/51
serbestlik derecesi
(n1 + n2 − 2)
Örneğin: referans metodun ortalaması 15 tekrar sonunda: 3,4 standart sapması 0,26
olsun.
Valide edilen metodun ortalaması 15 tekrar sonunda; 3,9 standart sapması 0,33 olsun.
(15 −1) × 0, 332 + (15 −1) × 0, 26 2
(15 +15 − 2)
(3, 9 − 3, 4)
t=
1 1
0, 297
+
15 15
t = 4, 609
s2 =
p=0,005 için t28 kritik değer 2,048, hesaplanan değer ise 4,609 olduğu için yeni metot
referansa göre uygun değildir.
Yeterlilik testi kullanılarak gerçekliğin tespiti
Metodun gerçekliği yeterlilik testlerine katılınarak da belirlenebilir. Eğer yeterlilik testi
bulunmuyorsa bir kaç laboratuvarın katılımı ile laboratuvarlar arası karşılaştırmada (LAK)
bu konuda bilgi sağlamaya yeterli olabilir.
Diğer durumlarda gerçekliğin tespiti, geri kazanım çalışması
Gerçekliğin tespiti için sertifikalı referans materyal, referans metot ve yeterlilik testinin
bulunmadığı durumlarda geri kazanım çalışması yapılır. Geri kazanım çalışmasının en
büyük avantajı orijinal matrikste çalışma yapılabilmesidir. Çalışma için orijinal matriks yani
validasyon çalışmasının yapıldığı matriks, aranan analit ile zenginleştirilir. Bunun yanında
dezavantajı, orjinal örneklerde aranan analitlerin örnekle olan fiziksel ve kimyasal
bağlarının çok güçlü olmasına ragmen, zenginleştirilen örneklerde dışardan katıldığı için
bu şekilde bir bağ oluşmamasıdır. Bunun sonucunda geri kazanım çalışmasında her
zaman daha başarılı sonuçlar elde edilebilir.
Geri kazanım sonuçlarının aksi ilgili yasal mevzuat yada metot performans verilerinde
belirtilmedikçe %80 ile %110 arasında değişmesi başarılı olarak kabul edilir. Sonuçlar
konsantrayona bağlı olarak değişiklik göstereceğinden yasal limitlerin olduğu çalışmalarda
düşük konsantrasyonlarda da çalışma yapılmalıdır. Eurachem rehberinde geri kazanım
çalışması en az 6 tekrarla yapılması önerilmiştir. Çalışmaların ölçüm aralığına göre bir kaç
konsantrasyonda yapılması gerekir.
26/51
Geri kazanım hesabı sertifikalı referans materyal kullanılarak veya herhangi bir laboratuvar
örneği kullanılarak yapılabilir. Laboratuvar örneğinde aranan analitin bulunup bulunmadığı
bilinmediğinden çalışmada orjinal örnek ve zenginleştirilmiş örnek beraber çalışılır.
Sertifikali referans materyal ile yapılan ölçümlerde kullanılan formül;
%R =
QB
× 100
QCRM
%R= % geri kazanım oranı
QB= Sertifikalı referans materyallerin çalışması sonucunda bulunan değer
QCRM= Sertifikalı referans madde değeri
Laboratuvar örneğinin zenginleştirilmesi ile yapılan geri kazanım çalışmasında aşağıdaki
formül kullanılır;
%R =
QZ − QO
× 100
QZK
%R= % geri kazanım oranı
QZ= Zenginleştirilmiş örnek sonucu
QZK= Zenginleştirme konsantrasyonu
QO= Orjinal örnek sonucu
5.4.2.
Kesinlik (precision)
Kesinlik ölçüm sonuçlarının birbirine yakınlığının ifadesidir. Bağımsız analiz sonuçları
arasındaki tutarlılığı gösterir. Kesinlik doğruluğun gerçeklik dışındaki diğer bir bileşeni olup
rastgele hataların dağılımını gösterir.
Kesinlik ölçümünü 4 faktör etkilemektedir. Bunlar zaman (kısa ve uzun zaman aralığı),
kalibrasyon (aynı ekipmanda dahi ölçümler arasında yeniden kalibrasyon yapılıp
yapılmadığı), operatör (aynı veya değişik operatörler) ve ekipman ( ölçümlerde aynı veya
farklı ekipmanların kullanılıp kullanılmadığı) olup bunların değişkenliğine göre kesinlik de
değişmektedir. Tekrarlanabilirlik ve tekrarüretilebilirlik olarak iki genel kesinlik ölçümü
bulunmaktadır.
Tekrarlanabilirlik, “r” harfi ile ifade edilmekte olup, tekrarlanabilirlik koşulları altında elde
edilen kesinliktir. Tekrarlanabilirlik koşulları ISO 5725-1 ‘de aynı metot ile eşdeğer
27/51
örneklerde aynı laboratuvarda, aynı ekipman ve aynı analist tarafından kısa zaman
aralığında elde edilen bağımsız test sonuçları elde edilmesi olarak tanımlanmıştır.
Koşulların yakınlığı nedeniyle beklenen kesinlikte küçük olmaktadır.
Tekrarüretilebilirlik yani uyarlık ise “R” harfi ile ifade edilmektedir ve tekrarüretilebilirlik
koşulları altında elde edilen kesinliktir. Tekrarüretilebilirlik koşulları standartta aynı metot ile
eşdeğer örneklerde farklı laboratuvarda, farklı ekipman ve farklı analist tarafından uzun
zaman aralığında elde edilen bağımsız test sonuçlarının elde edilmesi olarak
tanımlanmıştır.
Eurachem rehberinde tekrarüretilebilirlik, laboratuvarlar arası (inter-laboratory) tekrar
üretilebilirlik ve laboratuvar içi (intra-laboratory) tekrarüretilebilirlik olarak ikiye ayrılmıştır.
Eurachem rehberinde kesinlik için 10 tekrardan bahsederken ISO 5725-3 standardında en
az 15 tekrar öngörülmüştür.
Kesinlik kantitatif analizlerde standart sapma (s) ve relatif standart sapma (RSD= s/x x100)
ile, kalitatif analizlerde ise “yanlış pozitif” ve “yanlış negatif” oranları ile ifade edilir. Standart
sapma, hesaplandığı analiz sonuçlarında bir ondalık fazla olarak belirtilmelidir.
Hem tekrarlanabilirlik hemde tekrarüretilebilirlik analit konsantrayonuna bağlı olarak
değiştiği için değişik konsantrasyonlarda (düşük, orta, yüksek gibi) tespit edilmelidir.
Kesinliğin relatif standart sapma olarak ifadesi konstrasyondan bağımsız hale getireceği
için kullanımda tercih edilmektedir.
NMKL No:4 prosedüründe kesinlik ifade şekillerinden biri de güven aralığı olarak
belirtilmiştir.
s
s %
"
,x + c
$# x − c
'
n
n&
Tekrarlanabilirlik standart sapması;
ISO 5725-2’ye göre;
Tekrarlanabilirlik varyansı;
p
− 1)sij2
∑ (n
ij
srj2 =
i =1
p
∑ (n
ij
− 1)
i =1
28/51
Laboratuvar içi varyans;
n
siJ =
ij
1
(yijk − yij )2
∑
nij − 1 k =1
1
yij =
nij
nij
∑y
ijk
k =1
j=Seviyeyi belirtir
nij= J seviyesinde “i” laboratuvarındaki test sonucu sayısı
yijk=Test sonuçlarının herhangi biri (k=1,2,3,.....nij)
yijk = Test sonuçlarının ortalaması
Eurachem ve NMKL No:4’e göre;
n
∑ (x
i
s=
− x )2
i =1
n −1
Tekrarüretilebilirlik standart sapması;
ISO 5725-2’ye göre;
sRj2 = srj2 + sLj2
2
Lj
s =
sdj2 − srj2
nj
1 p
s =
nij (yij − y j )2
∑
p − 1 i =1
2
dj
p
#
&
nij2 (
∑
p
%
1
% ∑ nij − i =1
(
nj =
p
p − 1 % i =1
(
∑ nij (
%
$
'
i =1
Formüller karışık olduğu için aşağıdaki şekilde kolay hesaplama yöntemi kullanılabilir.
29/51
T1 = ∑ ni yi
ni=Her gün içindeki tekrar sayısı
T2 = ∑ ni (yi )2
yi=Test sonuçlarının günlük ortalaması
T3 = ∑ ni
si= Günlük ölçümlerin standart sapması
T4 = ∑ ni2
sL= Laboratuvarlar arası varyans
T5 = ∑ (ni − 1)si2
T5
s =
T3 − p
T
m̂ = 1
T3
2
r
sr= Tekrarlanabilirlik varyansı ve laboratuvar içi
varyansların airtmetik ortalaması
sR= Tekrarüretilebilirlik varyansı
p= gün sayısı
# T2T3 − T12
& # T ( p − 1) &
s =%
− sr2 ( % 3 2
(
$ T3 ( p − 1)
' $ T3 − T4 '
2
L
sRj2 = srj2 + sLj2
NMKL No:4’de tekrarüretilebilirlik hesabını ISO 5725-2 yanından iç kalite kontroldeki “R”
grafiklerinin kullanımı ile de yapılabileceği belirtilmekte olup, standart sapma hesabından
iki veri (xi, yi,) söz konusu olduğu için aşağıdaki formülün kullanılabileceği belirtilmiştir.
n
∑ (x
i
s=
− yi )2
i =1
2n
ISO 5725-3’de ara kesinlik (intermadiate precision) tanımı geçmektedir. Bu kesinliğe etki
eden bileşenlerin (zaman, kalibrasyon, operator ve ekipman) değişkenliğine bağlı
oluşmaktadır. Ara ölçümler tek bir laboratuvarda oluşabileceği gibi laboratuvarlar arası
çalışmalarda da oluşabilmektedir.
Standart içinde basit yaklaşımla bilinen standart sapma hesabı yapılmakla birlikte, “t” grup
ölçümün her biri için “n” sayıda tekrarla yapılması durumunda aşağıdaki formülle standart
sapma hesabını önermektedir.
30/51
t
n
1
sI =
(y jk − y j )2
∑
∑
t(n − 1) J =1 k =1
t= Test örneği veya grup sayısı
Formül n=2 olması durumunda aşağıdaki şekilde daha basit olarak ifade edilebilmektedir.
1 t
(yij1 − yij 2 )2
∑
2t i =1
sI =
Aynı standartda laboratuvarlar arası çalışmalarda ara kesinlik hesabı içinde formüller
belirtilmiştir.
Kalitatif analizlerde analiz sonucu “var/yok”, “tespit edildi/tespit edilmedi” gibi sonuçlar
verilmektedir. Bu analizlerde kesinlik parametresi “yanlış pozitif” ve “yanlış negatif” olarak
aşağıdaki formüllerle hesaplanır.
% yanlış pozitifler = yanlış pozitiflerin sayısı/bilinen negatiflerin toplamı ×100%
% yanlış negatifler = yanlış negatiflerin sayısı/bilinen pozitiflerin toplamı ×100%
Sapan sonuçların değerlendirilmesi
Grubb testi ve Cohran testi sapan verilerin ayrılması için uygulanılması ISO 5725-2’de
önerilmektedir.
Cohran testi, en büyük varyans ile diğer varyanslar arasındaki farkın belirlenmesi için
kullanılır. Testin kısıtlaması örneklerin normal dağılım gösterdiği varsayılır ve her bir örnek
sayısı gruplarda eşit sayıdadır.
C=
2
smx
p
2
t
∑s
t =1
smax2= varyanslar içinde en büyük olan
st= diğer varyansların her biri
31/51
Elde edilen değer tablodaki değerle karşılaştırılır.
a- Değer kritik değerin %5’ine eşit veya bu değerden daha az ise, denenen madde
doğru olarak kabul edilir.
b- Değer kritik değerin %5’inden büyük ve kendi kritik değerinin %1’inden küçük veya
buna eşit ise, denenen madde uzakta kalan olarak adlandırılır ve tek bir yıldız
işareti ile işaretlenir.
c- Değer kritik değerin %1’inden daha büyük ise, madde istatistiki açıdan
değerlendirme dışı bırakılan olarak adlandırılır ve çift yıldız işareti ile işaretlenir.
Grubb testi, normal dağılımda sapan verilerin tespit edilmesi için kullanılır. Sapma şüpesi
olan en yüksek (xp) ve en düşük (xl) değerler aşağıdaki formülde yerlerine konularak Grubb
testi uygulanır.
Gp =
(x p − x )
s
(x − x1 )
G1 =
s
p
1
x = ∑ xi
p i =1
s=
1 p
(xi − x )2
∑
p − 1 i =1
Formüldeki değer Grubb test değerlendirme tablosundaki değer ile karşılaştırılır.
a- Sonuç kendi kritik değerinin %5’ine eşit veya bu değerden daha az ise, denenen
madde doğru olarak kabul edilir.
b- Sonuç kendi kritik değerinin %5’inden büyük ve kendi kritik değerinin %1’inden
küçük veya buna eşit ise, denenen madde uzakta kalan olarak adlandırılır ve tek bir
yıldız işareti ile belirtilir.
c- Deney istatistiği kendi kritik değerinin %1’inden daha büyük ise, madde istatistiki
açıdan değerlendirme dışı bırakılan olarak adlandırılır ve çift yıldız işareti ile belirtilir.
Test sonuçlarında iki en yüksek değer şüpheli ise aşağıdaki formüle göre Grubb testi
uygulanır.
32/51
G=
s 2p−1, p
s02
p
2
0
s = ∑ (xi − x )2
i =1
p− 2
s
2
p−1, p
= ∑ (xi − x p−1, p )2
i =1
x p−1, p
1 p− 2
=
∑ xi
p − 2 i =1
Alternatif olarak test en küçük iki değerden şüpheleniliyorsa aşağıdaki formül kullanılır.
2
s1,2
G= 2
s0
p
2
1,2
s
= ∑ (xi − x1,2 )2
i=3
x1,2
1 p
=
∑ xi
p − 2 i=3
Grubb ve Cohran testi tabloları EK -1 de verilmiştir.
Örnek 1- Birden fazla laboatuvarın katıldığı çalışma: ISO 5725-2’deki örnek aynen
verilmiştir.
Kömürdeki kükürt içeriğinin belirlenmesi 8 laboratuvarda aynı metot ile çalışma yapılmış.
Orjinal veriler aşağıdaki tabloda %m/m olarak belirtilmiştir.
33/51
Laboratuvar
1
2
3
4
5
Seviye
1
2
3
4
0,71
1,2
1,68
3,26
0,71
1,18
1,7
3,26
0,7
1,23
1,68
3,2
0,71
1,21
1,69
3,24
0,69
1,22
1,64
3,2
0,67
1,21
1,64
3,2
0,68
1,22
1,65
3,2
0,66
1,28
1,61
3,37
0,65
1,31
1,61
3,36
0,69
1,3
1,62
3,38
0,67
1,23
1,68
3,16
0,65
1,18
1,66
3,22
0,66
1,2
1,66
3,23
0,7
1,31
1,64
3,2
0,69
1,22
1,67
3,19
0,66
1,22
1,6
3,18
0,71
1,24
1,66
3,27
1,68
3,24
0,69
6
7
8
0,73
1,39
1,7
3,27
0,74
1,36
1,73
3,31
0,73
1,37
1,73
3,29
0,71
1,2
1,69
3,27
0,71
1,26
1,7
3,24
0,69
1,26
1,68
3,23
0,7
1,24
1,67
3,25
0,65
1,22
1,68
3,26
0,68
1,3
1,67
3,26
Tablo 10: Kömürde farklı laboratuvarlara ait kükürt analiz sonuçları
Her bir laboratuvarın ortalamaları aşağıdaki formüle göre hesaplanmıştır.
1
yij =
nij
nij
∑y
ijk
k =1
34/51
Hücre
ortalamaları
1
2
3
4
Laboratuvar
yiJ
niJ
yiJ
niJ
yiJ
niJ
yiJ
niJ
1
0,708
4
1,205
4
1,688
4
3,240
4
2
0,680
3
1,217
3
1,643
3
3,200
3
3
0,667
3
1,297
3
1,613
3
3,370
3
4
0,660
3
1,203
3
1,667
3
3,203
3
5
0,690
5
1,248
4
1,650
5
3,216
5
6
0,733
3
1,373
3
1,720
3
3,290
3
7
0,703
3
1,240
3
1,690
3
3,247
3
8
0,677
3
1,253
3
1,673
3
3,257
3
Tablo 11: Hücre ortalamaları sonuçları
Her bir laboratuvarın laboratuvar içi standart sapmaları aşağıdaki formüle göre
hesaplanmıştır.
n
ij
1
(yijk − yij )2
∑
nij − 1 k =1
siJ =
Standart
sapmalar
1
2
3
4
Laboratuvar
iJ
niJ
iJ
niJ
iJ
niJ
iJ
niJ
1
0,005
4
0,021
4
0,010
4
0,028
4
2
0,010
3
0,006
3
0,006
3
0,000
3
3
0,021
3
0,015
3
0,006
3
0,010
3
4
0,010
3
0,025
3
0,012
3
0,038
3
5
0,019
5
0,043
4
0,032
5
0,038
5
6
0,006
3
0,015
3
0,017
3
0,020
3
7
0,012
3
0,035
3
0,010
3
0,021
3
8
0,025
3
0,042
3
0,006
3
0,006
3
Tablo 12: Standart sapma sonuçları
Sapan veriler için Cohran testi uygulanmıştır.
C=
2
smx
p
2
t
∑s
t =1
35/51
Cohran testinde tabloda n=3 ve p=8 de kritik değerler %5 için 0,516, %1 için ise 0,615’dir
(Ek-5).
Seviye 1 için varyansların toplamı= 0,00182, en yüksek standart sapma 8 No’lu
laboratuvara ait ve C= 0,347
Seviye 2 için varyansların toplamı 0,00636, en yüksek standart sapma 5 No’lu
laboratuvara ait ve C=0,287
Seviye 3 için varyansların toplamı 0,00172, en yüksek standart sapma 5 No’lu
laboratuvara ait ve C=0,598
Seviye 3 için varyansların toplamı 0,00463, en yüksek standart sapma 5 No’lu
laboratuvara ait ve C=0,310
Veriler değerlendirildiğinde 3 nolu seviyede bir hücrenin verilerinin uzakta kaldığı ancak
kural b’ye göre dışarıda bırakılmamaktadır.
Grubb testi her bir laboratuvarın ortalamaları alınarak aşağıdaki formüllerle uygulanır.
Gp =
(x p − x )
s
(x − x1 )
G1 =
s
p
1
x = ∑ xi
p i =1
s=
1 p
(xi − x )2
∑
p − 1 i =1
Seviye
Tekli en düşük
Tekli en
İkili en düşük
İkili en yüksek
yüksek
1
1,24
1,80
0,539
0,298
2
0,91
2,09
0,699
0,108
3
1,67
1,58
0,378
0,459
4
0,94
2,09
0,679
0,132
Kritik değer
2,126 ve 2,274
(Ek-4’deki
tablo)
Tablo 13: Grubb test sonuçları
36/51
0,1101 ve 0,0563
Tekrarlanabilirlik standart sapması seviye 1 için aşağıdaki formüle göre hesaplanır;
p
− 1)sij2
∑ (n
ij
srj2 =
i =1
p
∑ (n
ij
− 1)
i =1
T1=18,642
T2=12,8837
T3=27
T4=95
T5=0,004411
sr2=0,0002322
sr= 0,01524
Tekrarüretilebilirlik standart sapması seviye 1 için aşağıdaki formüle göre hesaplanır;
sRj2 = srj2 + sLj2
sL2=0,0004603
sR2=0,0006925
sR=0,02632
Seviye
p
M
sr
sR
1
8
0,690
0,015
0,026
2
8
1,252
0,029
0,061
3
8
1,667
0,017
0,035
4
8
3,250
0,026
0,058
Tablo 14: Kömürde kükürt çalışması m, sr, sR değerleri
Örnek 2- Tek laboratuvar için örnek :
Benzo(a)piren analizi için metot validasyon çalışması planlanmıştır. Plana göre 6 gün
süreyle her gün iki ölçüm olacak şekilde ölçüm yapılmıştır.
37/51
Benzo(a)piren 1. gün
2. gün
3. gün
4. gün
5. gün
6. gün
(mg/kg)
Tekrar 1
12,3
13
12,9
13,3
12,6
12,9
Tekrar 2
12,6
13,2
13,2
13,5
12,9
13,4
Tablo 15: Benzo(a)piren çalışma değerleri
Verilere Cochran testi uygulandığında C= 0,417 bulunmuştur. Kritik değerler tabloda %1
için 0,883, %5 için 0,781olarak verilmiştir. Buna göre değerler uygundur.
Verilere Grubb testi uygulandığında Gp=1,25, G1=1,60 olarak bulunmuştur. Taboda kritik
değer %1 için 1,973, %5 için 1,887 olduğu için değerler uygundur.
T1 = ∑ ni yi = 155,8
T2 = ∑ ni (yi )2 = 2023, 92
T3 = ∑ ni = 12
T4 = ∑ ni2 = 24
T5 = ∑ (ni −1)si2 = 0, 30
sr2 =
T5
= 0, 050
T3 − p
T1
= 12, 98
T3
# T2T3 − T12 2 &# T3 ( p −1) &
2
sL = %
− sr (% 2
( = 0, 087
$ T3 ( p −1)
'$ T3 − T4 '
m̂ =
sR2 = sr2 + sL2 = 0,137
sr = 0, 224
sR = 0, 370
RSDr = %1, 72
RSDR = %2,85
38/51
Horwitz Oranı (HorRat)
Horwitz oranı (HorRat) veya değeri basit bir performans parametresi olup kimyasal
metotların kesinliğinin kabul edilebilirliği konusunda bilgi verir. Her ne kadar laboratuvarlar
arası relatif standart sapma (RSDR) ile ilgili geliştirilmiş olsa da laboratuvar içi relatif
standart sapma (RSDr) içinde uygulanabilmektedir.
HorRat değeri 2’den daha küçük
olmalıdır.
-
HorRat
≤
0,5
ise metot
tekrarüretilebilirliği
çok
düşüktür
ve çalışmanın
bağımsızlığında sorun vardır.
-
0,5 < HorRat ≤ 1,5 ise metot tekrarüretilebilirlik beklenen şekilde normaldir.
-
HorRat > 1,5 ise metot tekrarüretebilirliği beklenenden daha yüksektir. Çalışmada
gözden geçirme yapılması faydalı olacaktır.
-
HorRat >2 ise metot tekrarüretebilirliğinde sorun vardır.
HorRat hesabı için aşağıdaki formüller kullanılır. Formülde yer alan ”C” değeri
konsantrasyon (mg/g, g/kg vb.) olup örneğin 100 g/100 g için 1, 1000 mg/kg için 0,001 ve
1 mg/kg için 0,000001 dir.
HorRat =
RSDeldeedilen
RSDöngörülen
RSDöngörülen = 2 (1− 0,5 LogC )
Doğruluk parametrelerinin pratikte kullanımı
Tekrarlanabilirlik Limiti; Tekrarlanabilirlik şartları altında elde edilen iki analiz sonucu
arasında %95 olasılıklar olması beklenen maksimum farktır. Tekrarlanabilirlik limiti “r” ile
ifade edilir ve tekrarlanabilirlik standart sapmasının 2,8 (1,96 X √2) ile çarpılmasından elde
edilir.
r = 2.8 x sr
Tekrarüretilebilirlik Limiti; Tekrarüretilebilirlik şartları altında elde edilen iki analiz sonucu
arasında %95 olasılıklar olması beklenen maksimum farktır. Tekrarlanabilirlik limiti “R” ile
ifade edilir ve tekrarüretilebilirlik standart sapmasının 2,8 ile çarpılmasından elde edilir.
İki test sonucu tekrarlanabilirlik koşulları altında elde edildiğinde iki sonuç arasındaki
mutlak fark tekrarlanabilirlik limiti ile karşılaştırılır.
39/51
Test sonuçları pahalı olmayan bir yöntemle elde ediliyorsa;
Eğer iki test sonucu farkı r’den fazla değilse bu iki sonucun aritmetik ortalaması alınır.
Eğer fark r’den fazla ise laboratuvar iki çalışma daha yapar. En büyük değer ile en küçük
değer arasındaki fark %95 olasılıkla kritik aralık faktörü (CR=f(n) ile tekrarlanabilirlik
standart sapmanın çarpılması ile elde edilir. Eğer bu dört değerin maksimumu ile
minimumu arasındaki fark olması gereken farka eşit veya küçükse bunların “ortalamaları”
alınır, eğer büyükse dört değerin “medyanı” alınır.
İki ölçüm sonucu ile başlanır
Test sonuçları pahalı bir yöntemle elde ediliyorsa;
Eğer iki test sonucu farkı r’den fazla değilse bu iki sonucun aritmetik ortalaması alınır.
Eğer fark r’den fazla ise laboratuvar bir çalışma daha yapar. En büyük değer ile en küçük
değer arasındaki fark %95 olasılıkla kritik aralık faktörü, f(n) ile tekrarlanabilirlik standart
sapmanın çarpılması ile elde edilir. Eğer bu üç değerin maksimumu ile minimumu
arasındaki fark olması gereken farka eşit veya küçükse bunların “ortalamaları” alınır,
eğer büyükse üç değerin “medyanı” alınır.
40/51
İki ölçüm sonucu ile başlanır
n
f(n)
n
f(n)
2
2,8
9
4,4
3
3,3
10
4,5
4
3,6
11
4,6
5
3,9
12
4,6
6
4,0
13
4,7
7
4,2
14
4,7
8
4,3
15
4,8
Tablo 16: Ölçüm sayısıne göre kritik aralık faktörü
41/51
5.5. Spesifite (Specificity)
Spesifite bir metodun aranan analiti diğer analitlerin bulunduğu örnek içinde ayırt edebilme
yeteneğine denir.
Spesifitenin belirlenebilmesi için kör numune ve değişik numunelere aranan analit
eklenerek girişim oluşturup oluşturmadığı incelenir. Spesifite aynı zamanda prensip olarak
farklı bir metotla karşılıklı çalışılarak belirlenebilir. Ancak analist aranan analitin başka bir
kimyasal formda bulunup bulunmayacağı konusunda bilgi sahibi olmalıdır.
5.6. Metot sağlamlığı (Ruggedness)
Sağlamlık (Robustness / Ruggedness), çalışmaları laboratuvardan kaynaklanan bazı
küçük sapmaların ve bunların analiz sonuçları üzerine etkisini inceler. Bu çalışmanın
yapılabilmesi için ön-araştırma çalışmaları, analiz
önaşaması, temizleme ve analiz
faktörlerini seçmek gerekir. Bu faktörler;
-
Örnek kompozisyonu,
-
Üretim tarihi farklı kimyasallar,
-
pH,
-
Ekstraksiyon süresi,
-
Sıcaklık,
-
Basınç,
-
Akış hızı,
-
Uçuculuk,
-
Kolon sıcaklığı v.b
Faktörler tanımlandıktan sonra, her bir faktör üzerinde biraz değişiklikler uygulanır
Sonuçları önemli ölçüde etkileyen faktörlerin metot protokolünde açık bir şekilde
tanımlanması gerekmektedir. Metot parametrelerinde rutin işlem sırasında ufak
değişikliklerin analiz sonucuna etkisi ne kadar az ise metot o kadar sağlamdır.
42/51
5.7. Metot validasyon verilerinin raporlanması
Metot validasyonu çalışmalarında elde edilen tüm sonuçlar değerlendirilerek uygun bir
rapor formatı oluşturularak raporlanmalıdır. Validasyon raporları çalışılan metot, çalışan
operatör, kullanılan ekipmanları, validasyon/verifikasyon tarihi ve değerlendirme
sonuçlarını içerecek detayda olmalıdır.
Raporun eklerinde ham veriler, sonuçların istatistiksel hesapları ve yorumlar mutlaka
verilmelidir. Validasyon raporları analiz yapan tüm operatörler tarafından okunmuş ve
değerlendirilmiş olmalıdır. Yeni bir personelin çalışmalara katılması durumunda mutlaka
önceki veriler konusunda bilgi sahibi olması sağlanmalıdır.
6.
Metot validasyonu ve değişikliklerin etkisi
Metot çalışmaları sırasında günlük akış içerisinde değişiklikler oluşabilmektedir. Yeni
personelin çalışmalara katılması, ekipman değişikliği, alan değişiklik vb. tüm bu
durumlarda metot validasyonunun mevcut olan değerlere göre değişip değişmediği kontrol
edilmelidir. NMKL No:4 rehberinde aşağıdaki şekilde bir gruplandırma yapılmış ve
parametrelerin kontrol edilmesi önerilmiştir. Önerilen parametreler içinde kalın yazılı
olanlar ayrıca yazar tarafından eklenen parametrelerdir NMKL prosedüründe yer
almamaktadır.
a) Metotda modifikasyonlar: Metot minor veya daha ileri seviyede modifiye edililiyorsa
tespit limiti, spesifite, gerçeklik ve kesinlik gözden geçirilmelidir.
b) Yeni bir matriks ile çalışıldığında: Metot yeni bir matriks ile çalışıldığında spesifite,
gerçeklik, kesinlik ve LOD, LOQ tekrar edilmelidir.
c) Yeni bir kimyasal: Metodun yeni bir üreticiden alınan veya lotlar arasında büyük
farklılıklar olması muhtemel yeni kimyasallarla analiz edilmesi gerektiğinde LOD ve
sensitivite gözden geçirilmelidir.
d) Yeni bir enstrüman: Yeni bir enstrüman devreye alındığında ölçüm aralığı, linearite,
LOD, LOQ ve kesinlik tekrar edilmelidir.
e) Yeni bir alan: Analiz yapılan alanda değişiklik olduğı zaman LOQ, linearite ve
kesinlik kontrol edilmelidir.
43/51
f) Yeni bir analist: Metot yeni bir analistle çalışılacağı zaman, öncelikle personelin
yetkinliğinden emin olunmalıdır. Bunun için LOQ, gerçeklik ve kesinlik çalışması
yapılmalıdır.
g) Uzun süre kullanılmayan metotlar: Bir metot uzun süre kullanılmamışsa metodun
valdiasyon verilerinin geçerliliği için LOQ, gerçeklik ve kesinlik yeniden gözden
geçirilmelidir.
Sonuç;
Sonuç olarak metot validasyonu çalışması yeni başlayan analistler için her ne kadar
karışık ve istatistiksel hesaplarla dolu gibi görünsede temelde uygulanan analiz
metodunun tekrarları şeklinde çalışılmasından ibaret olduğu unutulmamalıdır. Çalışma
esnasında rehberin başında bahsedilen validasyon parametreleri için deney deseninin
oluşturulması
ve
bu
desen
doğrultusunda
kolaylaştıracaktır.
44/51
zaman
planı
yapılması
uygulamayı
7.
Kaynaklar
1. AOAC 2008: How to Meet ISO 17025 Requirements for Method Verification.
www.aoac.org/alacc_guide_2008.pdf.
2. Eurachem Guide 1998: The fitness for purpose of analytical methods.
3. Funk W., Dammann V., Donnevert G. 2007. Quality Assurance in Analytical
Chemistry. WILEY-VCH Verlag GmbH & Co. KGaA, Weinheim, Germany.
4. Food Chemical Codex- Validation of food chemicals codex methods. FCC7, 12731287.
5. Horwitz W., Albert R. 2006. The Horwitz Ratio (HorRat): A Useful Index of Method
Performance with Respect to Precision. Journal of AOAC, 89 (4):1095-1109.
6. ISO Guide 33:2000 Uses of certified reference materials.
7. ISO 5725-2:1994 Accuracy (trueness and precision) of measurement methods and
results -- Part 2: Basic method for the determination of repeatability and
reproducibility of a standard measurement method.
8. ISO 5725-3:1994 Accuracy (trueness and precision) of measurement methods and
results -- Part 3: Intermediate measures of the precision of a standard
measurement method.
9. ISO 5725-4:1994 Accuracy (trueness and precision) of measurement methods and
results -- Part 4: Basic methods for the determination of the trueness of a standard
measurement method.
10. ISO 5725-6:1994 Accuracy (trueness and precision) of measurement methods and
results -- Part 6: Use in practice of accuracy values.
11. ISO 7870-1:2007 Control charts -- Part 1: General guidelines.
12. ISO 8258:1991 Shewhart control charts ISO 8258:1991/Cor 1:1993.
13. ISO 11095:1996 Linear calibration using referance materials.
14. ISO 11843-1:1997 Capability of detection -- Part 1: Terms and definitions.
15. ISO 11843-2:2000 Capability of detection -- Part 2: Methodology in the linear
calibration case.
16. ISO 11843-3:2003 Capability of detection -- Part 3: Methodology for determination
of the critical value for the response variable when no calibration data are used.
17. ISO 11843-4:2003 Capability of detection -- Part 4: Methodology for comparing the
minimum detectable value with a given value.
45/51
18. ISO/TS 13530:2009 Water quality- Guidance on analytical qaulity control for
chemical and physicochemical water analysis.
19. NMKL No:4 :2009 Validation of chemical analytical methods.
20. NMKL No:9: 2007 Evaluation of method bias using certified reference material.
21. Menditto A., Patriarca M., Magnusson B. 2007. Understanding the meaning of
accuracy trueness and precision. Accred Qual Assur., 12:45-47.
46/51
8.
EKLER
1- ANOVA hesabı
! n $
! n $
! n $
x = # 1 & × x1 + # 2 & × x2 + ........ + # n & × xn
" ntoplam %
" ntoplam %
" ntoplam %
SSF = n1 (x1 − x)2 + n2 (x2 − x)2 + ....... + nn (xn − x)2
SSE = )*(n1. − 1)s12 +, + )*(n.2 − 1)s22 +, + ...... + )*(n.n − 1)sn2 +,
df1 = p − 1
d f 2 = ntoplam − p
MSB = SSF / d f 2
MSE = SSE / d f 1
F = MSB / MSE
n= Grupların örnek sayıları
x1 =Grupların ortalamaları
x =Ağırlıklı ortalama
SSF= Gruplar arası hataların karelerinin toplamı
SSE= Grup içi hataların karesinin toplamı
df= Serbestlik derecesi (F tablosunda kullanılan, df1 için F tablosunda dikey sütundaki, df2
için yatay sütundaki değer alınır.)
p= grup sayısı
47/51
2- t - testi tablosu
Çift yönlü
f
P= %90
P= %95
P= %99
P= %99.9
1
6,314
12,706
63,657
636,619
2
2,920
4,303
9,925
31,598
3
2,353
3,182
5,841
12,924
4
2,132
2,776
4,604
8,610
5
2,015
2,571
4,032
6,869
6
1,943
2,447
3,707
5,959
7
1,895
2,365
3,499
5,408
8
1,860
2,306
3,355
5,041
9
1,833
2,262
3,250
4,781
10
1,812
2,228
3,169
4,587
11
1,796
2,201
3,106
4,437
12
1,782
2,179
3,055
4,318
13
1,771
2,160
3,016
4,221
14
1,761
2,145
2,977
4,140
15
1,753
2,131
2,947
4,073
16
1,746
2,120
2,921
4,015
17
1,740
2,110
2,898
3,965
18
1,734
2,101
2,878
3,922
19
1,729
2,093
2,861
3,883
20
1,725
2,086
2,845
3,850
21
1,721
2,080
2,831
3,819
22
1,717
2,074
2,819
3,792
23
1,714
2,069
2,807
3,767
24
1,711
2,064
2,797
3,745
25
1,708
2,060
2,787
3,725
26
1,706
2,056
2,779
3,707
27
1,703
2,052
2,771
3,690
28
1,701
2,048
2,763
3,674
29
1,699
2,045
2,756
3,659
30
1,697
2,042
2,750
3,646
∞
1,645
1,960
2,576
3,291
f
P= %95
P= 97,5
P= 99,5
P= 99,95
Tek yönlü
48/51
3- F- testi tablosu (%95)
f1
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
12
15
1
161,4
199,5
215,7
224,6
230,2
234,0
236,8
238,9
240,5
241,9
243,9
245,9
2
18,51
19,00
19,16
19,25
19,30
19,33
19,35
19,37
19,38
19,40
19,41
19,43
3
10,13
9,55
9,28
9,12
9,01
8,94
8,89
8,85
8,81
8,79
8,74
8,70
4
7,71
6,94
6,59
6,39
6,26
6,16
6,09
6,04
6,00
5,96
5,91
5,86
5
6,61
5,79
5,41
5,19
5,05
4,95
4,88
4,82
4,77
4,74
4,68
4,62
6
5,99
5,14
4,76
4,53
4,39
4,28
4,21
4,15
4,10
4,06
4,00
3,94
7
5,59
4,74
4,35
4,12
3,97
3,87
3,79
3,73
3,68
3,64
3,57
3,51
8
5,32
4,46
4,07
3,84
3,69
3,58
3,50
3,44
3,39
3,35
3,28
3,22
9
5,12
4,26
3,86
3,63
3,48
3,37
3,29
3,23
3,18
3,14
3,07
3,01
10
4,96
4,10
3,71
3,48
3,33
3,22
3,14
3,07
3,02
2,98
2,91
2,85
12
4,75
3,89
3,49
3,26
3,11
3,00
2,91
2,85
2,80
2,75
2,69
2,62
15
4,54
3,68
3,29
3,06
2,90
2,79
2,71
2,64
2,59
2,54
2,48
2,40
f2
F testi tablosu (%99)
f1
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
12
15
1
4052
5000,5
5403
5625
5764
5859
5928
5982
6022
6056
6106
6157
2
98,50
99,00
99,17
99,25
99,30
99,33
99,39
99,37
99,39
99,40
99,42
99,43
3
34,12
30,82
29,46
28,71
28,24
27,91
27,67
27,49
27,35
27,23
27,05
26,87
4
21,20
18,00
16,69
15,98
15,52
15,21
14,98
14,80
14,66
14,55
14,37
14,20
5
16,26
13,27
12,06
11,39
10,97
10,67
10,46
10,29
10,16
10,05
9,89
9,72
6
13,75
10,92
9,78
9,15
8,75
8,47
8,26
8,10
7,98
7,87
7,72
7,56
7
12,25
9,55
8,45
7,87
7,46
7,19
6,99
6,84
6,72
6,62
6,47
6,31
8
11,26
8,65
7,59
7,01
6,63
6,37
6,18
6,03
5,91
5,81
5,67
5,52
9
10,56
8,02
6,99
6,42
6,06
5,80
5,61
5,47
5,35
5,26
5,11
4,96
10
10,04
7,56
6,55
5,99
5,64
5,39
5,20
5,06
4,94
4,85
4,71
4,56
12
9,33
6,93
5,95
5,41
5,06
4,82
4,64
4,50
4,39
4,30
4,16
4,01
15
8,68
6,36
5,42
4,89
4,56
4,32
4,14
4,00
3,89
3,80
3,67
3,52
f2
49/51
4- Grubb testi tablosu
P
Tekli en düşük veya tekli en yüksek
İkili en düşük veya ikili en yüksek
%1
%5
%1
%5
3
1,155
1,155
-
-
4
1,496
1,481
0,0000
0,0002
5
1,764
1,715
0,0018
0,0090
6
1,973
1,887
0,0116
0,0349
7
2,139
2,020
0,0308
0,0708
8
2,274
2,126
0,0563
0,1101
9
2,387
2,215
0,0851
0,1492
10
2,482
2,290
0,1150
0,1864
11
2,564
2,355
0,1448
0,2213
12
2,636
2,412
0,1738
0,2537
13
2,699
2,462
0,2016
0,2836
14
2,755
2,507
0,2280
0,3112
15
2,806
2,549
0,2530
0,3367
16
2,852
2,585
0,2767
0,3603
17
2,894
2,620
0,2990
0,3822
18
2,932
2,651
0,3200
0,4025
19
2,968
2,681
0,3398
0,4214
20
3,001
2,709
0,3585
0,4391
21
3,031
2,733
0,3761
0,4556
22
3,060
2,758
0,3927
0,4711
23
3,087
2,781
0,4085
0,4857
24
3,112
2,802
0,4234
0,4994
25
3,135
2,822
0,4376
0,5123
26
3,157
2,841
0,4510
0,5245
27
3,178
2,859
0,4638
0,5360
28
3,199
2,876
0,4759
0,5470
29
3,218
2,893
0,4875
0,5574
30
3,236
2,908
0,4985
0,5672
31
3,253
2,924
0,5091
0,5766
32
3,270
2,938
0,5192
0,5856
33
3,286
2,952
0,5288
0,5941
34
3,301
2,965
0,5381
0,6023
35
3,316
2,979
0,5469
0,6101
36
3,330
2,991
0,5554
0,6175
37
3,343
3,003
0,5636
0,6247
38
3,356
3,014
0,5714
0,6316
39
3,369
3,025
0,5789
0,6382
40
3,381
3,036
0,5862
0,6445
50/51
5- Cochran testi tablosu
p
n=2
n=3
n=4
n=5
n=6
%1
%5
%1
%5
%1
%5
%1
%5
%1
%5
2
-
-
0,995
0,975
0,979
0,939
0,959
0,906
0,937
0,877
3
0,993
0,967
0,942
0,871
0,883
0,798
0,834
0,746
0,973
0,707
4
0,968
0,906
0,864
0,768
0,781
0,684
0,721
0,629
0,676
0,590
5
0,928
0,841
0,788
0,684
0,696
0,598
0,633
0,544
0,588
0,506
6
0,883
0,781
0,722
0,616
0,626
0,532
0,564
0,480
0,520
0,445
7
0,838
0,727
0,664
0,561
0,568
0,480
0,508
0,431
0,466
0,397
8
0,794
0,680
0,615
0,516
0,521
0,438
0,463
0,391
0,423
0,360
9
0,754
0,638
0,573
0,478
0,481
0,403
0,425
0,358
0,387
0,329
10
0,718
0,602
0,536
0,445
0,447
0,373
0,393
0,331
0,357
0,303
11
0,684
0,570
0,504
0,417
0,418
0,348
0,366
0,308
0,332
0,281
12
0,653
0,541
0,475
0,392
0,392
0,326
0,343
0,288
0,310
0,262
13
0,624
0,515
0,450
0,371
0,369
0,307
0,322
0,271
0,291
0,243
14
0,599
0,492
0,427
0,352
0,349
0,291
0,304
0,255
0,274
0,232
15
0,575
0,471
0,407
0,335
0,332
0,276
0,288
0,242
0,259
0,220
16
0,553
0,452
0,388
0,319
0,316
0,262
0,274
0,230
0,246
0,208
17
0,532
0,434
0,372
0,305
0,301
0,250
0,261
0,219
0,234
0,198
18
0,514
0,418
0,356
0,293
0,288
0,240
0,249
0,209
0,223
0,189
19
0,496
0,403
0,343
0,281
0,276
0,230
0,238
0,200
0,214
0,181
20
0,480
0,389
0,330
0,270
0,265
0,220
0,229
0,192
0,205
0,174
21
0,465
0,377
0,318
0,261
0,255
0,212
0,220
0,185
0,197
0,167
22
0,450
0,365
0,307
0,252
0,246
0,204
0,212
0,178
0,189
0,160
23
0,437
0,354
0,297
0,243
0,238
0,197
0,204
0,172
0,182
0,155
24
0,425
0,343
0,287
0,235
0,230
0,191
0,197
0,166
0,176
0,149
25
0,413
0,334
0,278
0,228
0,222
0,185
0,190
0,160
0,170
0,144
26
0,402
0,325
0,270
0,221
0,215
0,179
0,184
0,155
0,164
0,140
27
0,391
0,316
0,262
0,215
0,209
0,173
0,179
0,150
0,159
0,135
28
0,382
0,308
0,255
0,209
0,202
0,168
0,173
0,146
0,154
0,131
29
0,372
0,300
0,248
0,203
0,196
0,164
0,168
0,142
0,150
0,127
30
0,363
0,293
0,241
0,198
0,191
0,159
0,164
0,138
0,145
0,124
p= laboratuvar sayısı , n= test sonucu sayısı
51/51